自然資源資產(chǎn)離任審計與資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型

衛(wèi)萌 張永紅

【摘要】自然資源資產(chǎn)離任審計作為國家治理體系中審計制度的一種創(chuàng)新， 是對領(lǐng)導干部受托環(huán)境資源責任的考核， 而傳統(tǒng)資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型對于改善環(huán)境資源現(xiàn)狀， 實現(xiàn)生態(tài)文明進步必不可少。 基于雙重差分傾向得分匹配法， 以2014年我國開展自然資源資產(chǎn)離任審計試點為準自然實驗， 以2012 ～ 2017年資源型上市企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本， 考察自然資源資產(chǎn)離任審計對資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型行為的影響。 研究發(fā)現(xiàn)： 自然資源資產(chǎn)離任審計的實施促進了資源型企業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈延伸和研發(fā)投入， 且這種效應(yīng)更多地存在于國有資源型企業(yè)中。

【關(guān)鍵詞】自然資源資產(chǎn)離任審計;資源型企業(yè);企業(yè)轉(zhuǎn)型;PSM-DID

【中圖分類號】F239.4? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）02-0098-10

一、引言

習近平總書記在2021年3月15日主持召開的中央財經(jīng)委員會第九次會議中， 明確把碳達峰、碳中和納入生態(tài)文明建設(shè)整體布局， 生態(tài)文明建設(shè)進入一個新的發(fā)展時期。 審計作為國家治理體系必不可少的組成部分， 是保護環(huán)境、服務(wù)生態(tài)文明建設(shè)所不可或缺的。 2013年11月， 十八屆三中全會提出實施自然資源資產(chǎn)離任審計。 隨著審計試點范圍的擴大， 理論研究需要進一步深化， 才能更好地為審計實踐服務(wù)。 資源型企業(yè)作為高度依賴自然資源資產(chǎn)的企業(yè)， 在生態(tài)文明建設(shè)的大背景下， 進行轉(zhuǎn)型升級是歷史的必然。 一方面， 由于資源型企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營離不開對資源的消耗， 其對于政府環(huán)境資源政策的敏感度高于其他類型的企業(yè); 另一方面， 其長期以來的粗放式發(fā)展對于環(huán)境資源治理效果的影響也很大， 而轉(zhuǎn)型不僅是發(fā)展方式的改革， 還是以技術(shù)創(chuàng)新為驅(qū)動力， 實現(xiàn)生產(chǎn)過程的綠色、高效、低碳以及產(chǎn)品的升級， 因此， 傳統(tǒng)資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型對于改善環(huán)境資源現(xiàn)狀， 實現(xiàn)生態(tài)文明進步是不可或缺的。

在自然資源資產(chǎn)離任審計相關(guān)規(guī)定出臺以后， 有關(guān)研究逐漸增多， 但大部分研究都是規(guī)范研究， 廣泛探析了自然資源資產(chǎn)離任審計的理論基礎(chǔ)（審計主體、客體、對象）、實務(wù)指引（審計內(nèi)容、標準、方法、流程、評價等）等理論性問題和自然資源資產(chǎn)離任審計的初步實踐。 隨著自然資源資產(chǎn)離任審計的不斷深入和審計范圍的不斷擴大， “這一審計創(chuàng)新是否可以有效改善地方官員生態(tài)資源管理現(xiàn)狀？”“這一審計創(chuàng)新是否可以有效改善自然資源過度消耗、生態(tài)環(huán)境污染嚴重的現(xiàn)狀？”等成為社會各界關(guān)注的熱點問題。 自然資源資產(chǎn)離任審計這一針對領(lǐng)導干部考核制度的變革能否引起微觀企業(yè)行為決策的變化， 需要進行研究探討。 目前已有研究大多在理論基礎(chǔ)上分析了其效果的必然性， 缺少以數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的實證檢驗和證明。 因此， 本文通過實證檢驗， 研究自然資源資產(chǎn)離任審計能否促進資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型。

二、文獻綜述

（一）自然資源資產(chǎn)離任審計研究概述

長期以來， 國家在發(fā)展過程中過度追求經(jīng)濟增長， 而不關(guān)注由此帶來的對生態(tài)環(huán)境的破壞和對資源資產(chǎn)的浪費。 然而， 生態(tài)環(huán)境被破壞到一定程度必然會影響人們的生活和生產(chǎn)， 這最終又需要通過經(jīng)濟去彌補， 生態(tài)環(huán)境治理與經(jīng)濟發(fā)展的矛盾只會越來越嚴重。 在資源環(huán)境審計領(lǐng)域， 國外學者對自然資源審計的方法和目標等都進行了研究， 但離任審計是我國基于實踐的審計體系創(chuàng)新， 國外尚未對其進行探討和分析， 因此在進行自然資源資產(chǎn)離任審計實踐的過程中， 只能參考國外有關(guān)自然資源審計或者政府審計等的研究， 但對具體的審計準則、審計方法、審計對象等還應(yīng)該進行更深層次的探討。

國內(nèi)學者對于自然資源資產(chǎn)離任審計的研究主要是從三個方面進行的， 即基本理論、實務(wù)指引和政策效應(yīng)。 在基本理論研究中， 學者們主要研究了自然資源資產(chǎn)離任審計的定義、主體、客體、對象等， 安徽省審計廳課題組、戴克柱[1] 以自然資源資產(chǎn)的屬性為研究視角， 在全面分析各個主體在實踐活動中的職能范圍后， 提出各級政府審計部門是進行這一審計實踐的唯一審計主體; 陳獻東[2] ， 蔡春、畢銘悅[3] 主張， 國家審計、注冊會計師審計以及內(nèi)部審計都應(yīng)作為審計主體參與該項離任審計。 在該項離任審計的實務(wù)指引方面， 學者們主要研究了自然資源離任審計的內(nèi)容、標準、方法、評價等。 錢水祥[4] 提出， 該項審計活動的關(guān)鍵在于績效審計， 績效審計又包含兩大類， 即政策績效審計和環(huán)境資源績效審計， 其中環(huán)境資源包含林業(yè)資源、海洋資源、水利資源、國土資源等。 房巧玲、李登輝[5] ， 黃溶冰[6] 基于PSR模型， 構(gòu)建了一套可以量化的資源環(huán)境離任審計評價指標體系。 劉明輝、孫冀萍[7] 以投入產(chǎn)出法的思路構(gòu)建了綜合指標評價體系。 在自然資源資產(chǎn)離任審計實施效應(yīng)方面， 學者們研究了自然資源資產(chǎn)離任審計所引發(fā)的政府官員晉升機制轉(zhuǎn)變對公司避稅[8] 、空氣污染防治[9] 、企業(yè)債務(wù)融資[10] 、公司盈余管理程度[11] 的實施效應(yīng)。

（二）環(huán)境規(guī)制與資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型研究概述

規(guī)制又稱為政府規(guī)制或管制， 是通過頂層制度設(shè)定與政府管制限制被管制對象的某些生產(chǎn)經(jīng)營活動， 以行政規(guī)制代替市場競爭機制實現(xiàn)社會資源資產(chǎn)的合理分配， 其核心目標是實現(xiàn)社會所有主體的福利水平最大化。 而環(huán)境規(guī)制實施的目的就是解決環(huán)境污染的負外部性問題[12] 。

Spigarelli等[13] 認為企業(yè)實現(xiàn)轉(zhuǎn)型， 就是通過先進的科學技術(shù)從事附加值較高的生產(chǎn)活動， 也就是深入企業(yè)價值鏈的每一個環(huán)節(jié)， 利用技術(shù)創(chuàng)新解決企業(yè)低效率的問題， 即向價值鏈附加值高的方向不斷上升的過程; Schumpeter[14] 的“創(chuàng)造性破壞”理論中所說的企業(yè)實現(xiàn)持續(xù)經(jīng)濟增長的核心也是這種創(chuàng)新補償， 而該核心也是企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的源泉; Gray和Shadbegian[15] 通過實證研究發(fā)現(xiàn)， 環(huán)境規(guī)制可以促進鋼鐵、石油、造紙行業(yè)的轉(zhuǎn)型; 陳詩一[16] 發(fā)現(xiàn)， 在短期內(nèi)環(huán)境規(guī)制會沖擊高耗能企業(yè)的發(fā)展， 但長期來看則會促進高耗能企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。 從影響企業(yè)轉(zhuǎn)型的角度來看， 已有研究已經(jīng)證明企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新， 相關(guān)政策如“一帶一路”[17] 、政府補助、稅收優(yōu)惠[18] 等都可以引起企業(yè)的轉(zhuǎn)型。

從上述關(guān)于自然資源資產(chǎn)離任審計、環(huán)境規(guī)制對資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型影響的文獻中， 可以看到自然資源資產(chǎn)離任審計一經(jīng)提出， 就受到我國研究者的廣泛關(guān)注。 但是， 已有研究對于該項新興審計制度的理解還不具有一致性， 而且大多是在研究和分析關(guān)于這一審計領(lǐng)域的基礎(chǔ)理論， 對于微觀企業(yè)行為選擇影響的研究相對較少。 已有的環(huán)境規(guī)制對資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型影響的文獻， 學者大多證明環(huán)境規(guī)制的強度會影響其區(qū)域內(nèi)資源型企業(yè)的轉(zhuǎn)型行為。 以自然資源資產(chǎn)為審計范疇， 對領(lǐng)導干部進行離任審查， 是我國特有的審計機制， 是對環(huán)境規(guī)制的一種創(chuàng)新， 那么該機制是否能夠促進資源型企業(yè)的轉(zhuǎn)型呢？

三、理論分析與研究假設(shè)

通過上述分析可知， 本文所研究的資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型是指資源型企業(yè)為了順應(yīng)市場經(jīng)濟發(fā)展趨勢以及政府政策導向， 通過對產(chǎn)品、技術(shù)、服務(wù)的創(chuàng)新升級， 將資金、技術(shù)變成新的要素組合， 完成價值鏈條的一步步升級， 從而逐步降低環(huán)境污染程度， 減緩對資源的依賴承擔， 這種轉(zhuǎn)型升級是在產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的轉(zhuǎn)型， 并不是轉(zhuǎn)型到其他產(chǎn)業(yè)中去。 因此， 本文將用企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸和企業(yè)研發(fā)投入來反映資源型企業(yè)的轉(zhuǎn)型。 領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計對資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型的作用機制如圖1所示。

（一）自然資源資產(chǎn)離任審計與產(chǎn)業(yè)鏈延伸

在公共受托責任理論中， 各級地方官員要對他們?nèi)温毱陂g行使資源環(huán)境權(quán)利的方法和由此產(chǎn)生的后果負責， 各級地方政府官員是公共環(huán)境資產(chǎn)的受托人， 在享有權(quán)力的同時， 負有保護公共資源資產(chǎn)、治理環(huán)境污染的關(guān)鍵責任。 開展自然資源資產(chǎn)離任審計， 一方面， 對被審計對象的責任追究是終身的， 這就會對被審計對象產(chǎn)生心理威懾， 地方各級官員會因此不再忽視對公共資源資產(chǎn)的破壞， 就會采取相應(yīng)的措施限制損害轄區(qū)內(nèi)環(huán)境資源的行為; 另一方面， 該項離任審計活動具有專業(yè)性和獨立性， 為各級政府績效考核提供了嚴格的標準， 也會對被審計對象產(chǎn)生壓力。 因此， 傳統(tǒng)的以資源消耗水平高、產(chǎn)品精細程度低、環(huán)境污染性強、生產(chǎn)效率不高和“先污染后治理”為特點的資源型企業(yè)， 成為所在地區(qū)官員的重點關(guān)注對象。

地方各級領(lǐng)導干部除了會加大對環(huán)境資源方面的違法違規(guī)處罰力度， 迫使這些企業(yè)對自己的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行調(diào)整， 還會限制一部分高污染、高資源消耗、低效率項目的審批。 由此， 離任審計會使得資源型企業(yè)的經(jīng)營范圍受到限制， 以往重污染、高消耗的產(chǎn)業(yè)項目可能得不到通過， 企業(yè)為了維持自身的可持續(xù)發(fā)展， 必然會尋求新的產(chǎn)業(yè)發(fā)展路徑， 從而促使資源型企業(yè)進行產(chǎn)業(yè)鏈延伸， 完成產(chǎn)業(yè)升級。 由此， 本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)一： 自然資源資產(chǎn)離任審計對資源型企業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈延伸具有正向促進作用。

（二）領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計與研發(fā)投入

適當?shù)沫h(huán)境法規(guī)不僅可以淘汰低效的產(chǎn)能， 降低環(huán)境污染程度， 而且能夠驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新， 擴寬企業(yè)利潤空間， 促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展。 在自然資源資產(chǎn)離任審計的約束下， 為了達到離任審計的要求， 各級官員一方面會設(shè)立一些限制性規(guī)制， 另一方面也會設(shè)立一些激勵性政策。 為了減少對環(huán)境的污染， 達到環(huán)境規(guī)制的要求， 在生產(chǎn)過程中資源型企業(yè)就必須投入更加綠色的能源和原料， 如太陽能、風能等， 以降低對傳統(tǒng)不可再生資源的需求。 作為公司的所有者， 為了實現(xiàn)利潤最大化的經(jīng)營目標， 追求超額利潤， 就必須探索新的生產(chǎn)要素投入組合、新發(fā)展方式、新產(chǎn)品以及新外部經(jīng)營環(huán)境等。

除此之外， 當政府相關(guān)環(huán)境制度頒布時， 有擔當?shù)拇笃髽I(yè)會主動承擔相應(yīng)的環(huán)保責任， 對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中可能危害環(huán)境的方式進行改進， 接受社會公眾的監(jiān)督， 以此促進所在行業(yè)的整體環(huán)保責任感提升， 從而更好地驅(qū)動整個行業(yè)的創(chuàng)新。 另外， 波特也強調(diào)， 通過創(chuàng)新實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級的企業(yè)， 由于創(chuàng)新帶來的技術(shù)優(yōu)勢會提高其他企業(yè)進入行業(yè)的壁壘， 而環(huán)境規(guī)制政策是面向所有企業(yè)的， 已實現(xiàn)創(chuàng)新轉(zhuǎn)型的企業(yè)可以通過技術(shù)創(chuàng)新申請專利， 這樣沒有實現(xiàn)轉(zhuǎn)型的企業(yè)為了生存發(fā)展， 就必須向已經(jīng)實現(xiàn)技術(shù)升級的企業(yè)購買其專利， 進而又會刺激企業(yè)不斷進行研發(fā)投入。 由此， 本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)二： 自然資源資產(chǎn)離任審計對資源型企業(yè)的研發(fā)投入具有正向促進作用。

（三）不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下自然資源資產(chǎn)離任審計對資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型的影響

按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可以把企業(yè)分為國有和非國有企業(yè)。 國有企業(yè)遵循政府政策、法律規(guī)定的意愿比非國有企業(yè)更強烈。 首先， 國有企業(yè)的目標并不只是追求經(jīng)濟利益， 還有一定的政治目的， 可能會因為保護環(huán)境資源等政治目標而不以利潤最大化為唯一目標; 其次， 國有企業(yè)在制定重大發(fā)展戰(zhàn)略、相關(guān)政策以及內(nèi)部組織管理中， 都會受到相關(guān)部門的監(jiān)督， 自然資源資產(chǎn)離任審計作為政府審計的一種拓展， 在改善國有資源型企業(yè)業(yè)務(wù)范疇、提升產(chǎn)能利用率、保護生態(tài)環(huán)境責任履行中具有很大的影響力。 此外， 離任審計結(jié)果的公告會受到社會大眾的監(jiān)督， 信息的公開和傳播會對社會公眾和企業(yè)釋放出相應(yīng)的信號， 促使企業(yè)進行產(chǎn)品、技術(shù)、服務(wù)的創(chuàng)新升級。 相比而言， 非國有企業(yè)與政府關(guān)系不緊密， 其承擔社會責任的動力相對于國有企業(yè)來說比較小， 同時也更側(cè)重于追求利潤最大化目標。 因此， 與非國有企業(yè)相比， 自然資源資產(chǎn)離任審計對于國有性質(zhì)資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響更顯著。 由此， 本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)三： 與非國有企業(yè)相比， 自然資源資產(chǎn)離任審計對于國有性質(zhì)資源型企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸的影響更顯著。

假設(shè)四： 與非國有企業(yè)相比， 自然資源資產(chǎn)離任審計對于國有性質(zhì)資源型企業(yè)研發(fā)投入的影響更顯著。

四、實證研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2012 ～ 2017年作為樣本研究區(qū)間， 將資源型企業(yè)作為研究對象， 分析自然資源資產(chǎn)離任審計對資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型的影響效果。 自2013年提出自然資源資產(chǎn)離任審計之后， 各省份在2014年逐步展開試點。

本文通過搜集各省市、自治區(qū)審計廳官網(wǎng)信息， 獲知2014年試點地區(qū)有山東（青島、煙臺）、湖北（黃岡、武漢市江夏區(qū)）、內(nèi)蒙古（鄂爾多斯、赤峰）、湖南（婁底）、貴州（赤水） 、江蘇（連云港）、廣西、福建（福州、武夷山）、陜西（西安）以及四川（綿陽）等。 本文研究的具體資源型企業(yè)所包含的行業(yè)類型和樣本數(shù)量分布如表1所示。

根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫相關(guān)數(shù)據(jù)， 參照證監(jiān)會給出的具體行業(yè)分類標準， 本文選取2014年試點地區(qū)的資源型上市企業(yè)作為實驗組、其他區(qū)域的資源型上市企業(yè)作為對照組， 分析實驗組和對照組的資源型企業(yè)在開展試點前后的轉(zhuǎn)型情況。 本文將按照以下數(shù)據(jù)收集原則進行數(shù)據(jù)篩選： ①刪除在 2012 ～ 2017年間所有屬于ST、?ST的企業(yè)樣本; ②刪除有關(guān)數(shù)據(jù)資料缺失的企業(yè)樣本。 按照以上數(shù)據(jù)收集原則， 本研究一共得到實驗組和對照組共3672個樣本， 其中實驗組630個、對照組3042個。 數(shù)據(jù)處理通過Stata 15完成。

（二）指標選取與變量定義

1. 被解釋變量。 本文選擇企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度（GME）和企業(yè)研發(fā)投入程度（RD）作為資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型的衡量指標。 已有研究對產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度的度量方法主要包括主輔分離法、投入產(chǎn)出法和價值增值法（VAS）[19] ， 本文采用價值增值法（VAS）計算產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度。 價值增值法指的是通過產(chǎn)業(yè)鏈上各個環(huán)節(jié)的價值增量與總銷售額的比值來衡量其產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度， 但是單單以此進行衡量會影響度量結(jié)果的客觀精準度。 因此， 在過去的研究中， 有研究根據(jù)調(diào)整后的 VAS方法計算產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度， 以保證測量合理性。 根據(jù)已有的相對成熟的研究結(jié)果， 本文參考馮梅等[20] 的衡量方法， 運用調(diào)整后的價值增值法計算資源型企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度。 即：

產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度（GME）

[=增加值-稅后凈利潤+凈資產(chǎn)×平均凈資產(chǎn)收益銷售額-稅后凈利潤+凈資產(chǎn)×平均凈資產(chǎn)收益]

其中： 增加值=營業(yè)收入-營業(yè)成本

本研究以企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)營業(yè)收入的比值來衡量資源型企業(yè)研發(fā)投入程度， 以降低企業(yè)規(guī)模對該項指標的影響。 即：

企業(yè)研發(fā)投入程度（RD）=研發(fā)支出/主營業(yè)務(wù)收入（營業(yè)收入）

2. 解釋變量。 自然資源資產(chǎn)離任審計可以看作是一個準自然實驗， 在控制其他因素的條件下， 得出由試點地區(qū)的資源型企業(yè)組成的實驗組和非試點地區(qū)的資源型企業(yè)組成的對照組。 對開展試點前后的兩組數(shù)據(jù)在資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型上的差異進行分離， 以檢驗自然資源資產(chǎn)離任審計對資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型的影響， 并在此基礎(chǔ)上進行解釋變量的選擇。 本文雙重差分模型中的解釋變量為Di、Tt、DiTt。 其中： Di是判斷樣本是否屬于實驗組的分類虛擬變量， 如果第i個資源型企業(yè)屬于試點地區(qū)， Di賦值為1， 如果第i個資源型企業(yè)不屬于試點地區(qū)， Di賦值為0; Tt用以表征開展試點的時間， 試點開展之后， Tt賦值為1， 試點開展之前， Tt賦值為0。

3. 控制變量。 本文借鑒前人的研究， 選擇可能會干擾被解釋變量的因素作為控制變量， 以確保模型統(tǒng)計結(jié)果的穩(wěn)定性。 與以往的許多采用傾向得分匹配—雙重差分法的研究一樣， 本文選取的控制變量與傾向得分匹配法中的協(xié)變量保持一致。 本文所選取的控制變量有企業(yè)規(guī)模（SIZE）， 即總資產(chǎn)的自然對數(shù); 財務(wù)杠桿（LEV）， 即總負債占總資產(chǎn)的比例; 資產(chǎn)報酬率（ROA）， 即凈利潤占平均總資產(chǎn)的比例; 企業(yè)成長性（GROWTH）， 即營業(yè)收入的增長率; 董事會規(guī)模（BOARD）， 即董事會人數(shù)的自然對數(shù); 獨立董事比例（ID）， 即獨立董事人數(shù)占董事會人數(shù)的比例; 兩職合一（DUAL）， 即若董事長與總經(jīng)理不為同一人取 1， 否則取 0; 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）， 即若國有控股取1， 否則取0; 盈虧性質(zhì)（LOSS）， 即若企業(yè)凈利潤為負取1， 否則取0。

（三）模型構(gòu)建

本研究利用2014年進行自然資源資產(chǎn)離任審計試點這個準自然實驗， 將政策執(zhí)行城市的資源型企業(yè)設(shè)置為實驗組， 其他城市的資源型企業(yè)為對照組。 進一步通過設(shè)置虛擬變量Di和Tt將研究樣本分成四部分， 即自然資源資產(chǎn)離任審計實施之前的實驗組、實施之后的實驗組， 自然資源資產(chǎn)離任審計實施之前非試點城市的對照組、實施之后的對照組。 以雙重差分法為邏輯背景， 根據(jù)實驗組和對照組在實施自然資源資產(chǎn)離任審計前后的情況， 計算實驗組在政策執(zhí)行前后的產(chǎn)業(yè)鏈延伸和研發(fā)投入的變化， 以及對照組在政策執(zhí)行前后產(chǎn)業(yè)鏈延伸和研發(fā)投入的變化， 兩者的差值就是實施自然資源資產(chǎn)離任審計對資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型影響的凈效應(yīng)。 具體模型如下：

Yit=β0+β1Di+β2Tt+β3（DiTt）+β4Zit+εit

其中： i和t分別代表第i個企業(yè)和第t年; Yit是被解釋變量資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型; Di是i企業(yè)是否為試點地區(qū)資源型企業(yè)的虛擬變量， 若i企業(yè)是試點地區(qū)的資源型企業(yè)則Di取值為1， 否則Di取值為0; Tt是反映開展試點時間的虛擬變量， 自然資源資產(chǎn)離任審計是從2014年開始實施的， 因此在2014年之前Tt取值為0， 在2014年之后取值為1; Zit代表控制變量; εit為隨機擾動項。

上述模型中參數(shù)的含義如表2所示， 對于試點地區(qū)的資源型企業(yè)（Di=1）， 在受到試點開展影響前后的資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型升級水平分別為β0+β1和β0+β1+β2+β3， 所以試點開展前后的企業(yè)轉(zhuǎn)型升級水平差值為?Y1=β2+β3， 同時對于沒有受到試點開展影響的資源型企業(yè)， 試點開展前后的轉(zhuǎn)型升級水平分別為β0和β0+β2， 所以非試點地區(qū)試點開展前后的資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型升級水平差值為?Y2=β2， 但此差值并不包含實施自然資源資產(chǎn)離任審計對資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型的影響， 因此用實驗組在進行試點前后的資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型升級水平的差值?Y1， 減去對照組試點前后資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型升級水平的差值?Y2， 得到的結(jié)果??Y=β3即為自然資源資產(chǎn)離任審計對資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響的凈效應(yīng)， 當β3顯著為正時， 表明自然資源資產(chǎn)離任審計促進了資源型企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文經(jīng)數(shù)據(jù)處理得到樣本共計3672個， 使用Stata 15軟件對樣本進行基本統(tǒng)計， 統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。 可以看出Di是區(qū)分實驗組和對照組的變量， 其均值是0.172， 說明有17.2%的樣本屬于實驗組即為試點地區(qū)的資源型企業(yè)， 有82.8%的樣本屬于對照組即為非試點地區(qū)的資源型企業(yè); GME的均值是0.879， 標準差是0.209， 說明樣本企業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度總體來說相對較高， 且不同企業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈延伸差異性較小; RD的均值為1.905， 標準差為1.984， 說明不同企業(yè)的研發(fā)投入差異相對較大; LEV的均值為0.437， 標準差為0.213， 表明樣本企業(yè)的資產(chǎn)負債率平均為43.7%， 負債適中; ROA的均值為0.084， 標準差為0.074， 表明樣本企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率為8.4%， 企業(yè)業(yè)績水平比較低; ID的均值為0.615， 標準差為0.149， 表明樣本企業(yè)獨立董事所占比例平均為61.5%， 董事會的獨立性比較適中; SOE的均值為0.346， 標準差為0.476， 表明有34.6%的樣本為國有企業(yè); LOSS的均值為0.206， 標準差為0.405， 表明有20.6%的樣本公司出現(xiàn)了虧損。

（二）相關(guān)性分析

表4列示了主要變量之間的相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果。 從相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果來看， 除BOARD與ID的相關(guān)系數(shù)為-0.713（在10%的水平上顯著）外， 其余變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.7， 因此變量之間不存在嚴重的多重共線性。 同時結(jié)果表明， 控制變量與被解釋變量顯著相關(guān)， 說明本文較好地控制了影響企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸和研發(fā)投入的其他因素。

（三）傾向得分匹配結(jié)果分析

首先， 本文挑選了企業(yè)規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)報酬率（ROA）、企業(yè)成長性（GROWTH）、盈虧性質(zhì)（LOSS）、財務(wù)杠桿（LEV）、董事會規(guī)模（BOARD）、獨立董事比例（ID）、兩職合一（DUAL）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）作為匹配變量， 對全部樣本進行Logit回歸， 通過模型計算傾向得分值， 并根據(jù)傾向得分值進行配對， 然后進行共同支撐檢驗和平衡性檢驗， 最后根據(jù)匹配得到相應(yīng)的平均處理效應(yīng)（ATT）對匹配結(jié)果進行分析。 表5列示了匹配結(jié)果。

1. Logit回歸結(jié)果。 以所有匹配變量是否進行試點對被解釋變量進行Logit回歸， 回歸結(jié)果如表6所示。 根據(jù)表6可以看出， 企業(yè)規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)報酬率（ROA）、企業(yè)成長性（GROWTH）、盈虧性質(zhì)（LOSS）與是否進行試點正向相關(guān)， 其中企業(yè)規(guī)模（SIZE）與是否進行試點有著顯著的正向關(guān)系; 財務(wù)杠桿（LEV）、董事會規(guī)模（BOARD）、獨立董事比例（ID）、兩職合一（DUAL）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）與是否進行試點負向相關(guān)， 其中財務(wù)杠桿（LEV）、兩職合一（DUAL）與是否進行試點有著顯著的負向關(guān)系。

2. 共同支撐檢驗。 圖2為匹配的傾向得分值圖， 從圖中可以看出屬于試點地區(qū)的企業(yè)樣本與非試點地區(qū)的企業(yè)樣本的傾向得分值大部分位于共同取值范圍內(nèi)（On support）， 僅有個別取值在共同范圍之外（Off support）， 因此， 共同支撐假設(shè)得到滿足。

3. 平衡性檢驗。 在進行傾向得分匹配后， 下一步要分析實驗組和對照組之間的平衡性問題。 經(jīng)過傾向得分匹配后， 各控制變量標準化偏差如表7所示， 企業(yè)規(guī)模（SIZE）、盈虧性質(zhì)（LOSS）、財務(wù)杠桿（LEV）、董事會規(guī)模（BOARD）、獨立董事比例（ID）、兩職合一（DUAL）標準化偏差的絕對值降低了很多， 而且所有變量的標準化偏差均小于10%， 且經(jīng)過T檢驗之后均未出現(xiàn)顯著差異。 所以能夠看出， 經(jīng)過傾向得分處理后， 實驗組和對照組變量的差異得到了很好的控制， 這說明經(jīng)過傾向得分匹配后由于自選擇帶來的估計偏差得到了很好的控制。

4. 平均處理效應(yīng)分析。 從表8可以看出， 在傾向得分匹配法處理之前參與者平均處理效應(yīng)（ATT）的估計值為0.008， 對應(yīng)的t值為0.820， t值小于1.65的臨界值， 在傾向得分匹配法處理之后的參與者平均處理效應(yīng)（ATT）的估計值為0.023， t值為1.74， 大于1.65的臨界值， 故處理效應(yīng)在10%的水平上顯著。

（四）PSM-DID結(jié)果分析

1. 基準回歸結(jié)果。 本文用Stata 15對模型進行雙重差分估計， 結(jié)果見表9， 以產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度為被解釋變量的OLS回歸結(jié)果顯示DiTt的系數(shù)為0.029， 且在1%的水平上顯著， 表明自然資源資產(chǎn)離任審計能夠有效促進資源型企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸， 假設(shè)一成立; 同時本文以企業(yè)研發(fā)投入程度作為被解釋變量進行回歸， DiTt的系數(shù)為0.183， 且在10%的水平上顯著， 表明自然資源資產(chǎn)離任審計能夠有效促進資源型企業(yè)進行研發(fā)投入， 假設(shè)二成立。

2. 企業(yè)異質(zhì)性影響。 表10報告了對假設(shè)三的檢驗結(jié)果， 以企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度為被解釋變量的回歸結(jié)果顯示， 非國有企業(yè)DiTt的系數(shù)為0.008， 表明自然資源資產(chǎn)離任審計能夠促進非國有企業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈延伸， 但是影響效果并不顯著， 國有企業(yè)DiTt的系數(shù)為0.084， 且在1%的水平上顯著， 表明自然資源資產(chǎn)離任審計能夠有效促進國有企業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈延伸， 因此假設(shè)三成立。

表10還報告了對假設(shè)四的檢驗結(jié)果， 以企業(yè)研發(fā)投入程度為被解釋變量， 非國有企業(yè)DiTt的系數(shù)為0.073， 表明自然資源資產(chǎn)離任審計能夠促進非國有企業(yè)的研發(fā)投入， 但是影響效果并不顯著， 國有企業(yè)DiTt的系數(shù)為0.512， 且在5%的水平上顯著， 表明自然資源資產(chǎn)離任審計能夠有效促進國有企業(yè)的研發(fā)投入， 因此假設(shè)四成立。

（五）穩(wěn)健性檢驗

本研究的穩(wěn)健性檢驗主要是為了保證在研究過程中使用傾向得分匹配雙重差分法（PSM-DID）的有效性。 前文在介紹雙重差分法（DID）的時候提到使用該模型的一個必要前提是研究樣本必須滿足平行趨勢假定， 也就是在沒有受到政策影響的情況下， 實驗組和對照組的樣本變量應(yīng)該保持相似的變化趨勢。 因此， 本文在實證分析過程中， 首先運用傾向得分匹配法處理研究樣本， 以滿足平行趨勢假定， 然后再使用處理之后的樣本數(shù)據(jù)進行雙重差分回歸。 為了更好地保證運用雙重差分模型的合理合規(guī)性， 本文進行了以下穩(wěn)健性檢驗。

1. 基于時間的安慰劑檢驗。 考慮到自然資源資產(chǎn)離任審計建立的政策時間節(jié)點的選擇客觀性可能不強， 即試點時間的選擇可能是非隨機的， 為此進行基于時間的安慰劑檢驗以排除政策時間節(jié)點對結(jié)果的影響。 假設(shè)自然資源資產(chǎn)離任審計試點的實施時間為2013年， 對自然資源資產(chǎn)離任審計能否促進資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型進行上述實證分析， 表11為回歸結(jié)果。 可以看出以產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度為被解釋變量進行回歸， DiTt的系數(shù)為0.015， 結(jié)果并不顯著， 以研發(fā)投入程度為被解釋變量進行回歸， DiTt的系數(shù)也不顯著， 這說明自然資源資產(chǎn)離任審計對于資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型的影響不會因為政策實施的時間不一樣而具有偶然性， 這驗證了上述實證分析結(jié)論的穩(wěn)健性。

2. 基于回歸方法的穩(wěn)健性檢驗。 考慮到回歸方法對結(jié)果的影響， 本文以隨機效應(yīng)回歸來進行穩(wěn)健性檢驗。 從表12可以看出， 以產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度為被解釋變量進行回歸， DiTt的系數(shù)為0.029， 且在1%的水平上顯著， 以企業(yè)研發(fā)投入程度為被解釋變量進行隨機效應(yīng)回歸， DiTt的系數(shù)為0.274， 且在5%的水平上顯著， 證明了實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

六、研究結(jié)論及對策建議

（一）研究結(jié)論

本文通過理論分析和實證研究， 以公共受托責任理論、外部性理論、價值鏈理論、企業(yè)成長理論、企業(yè)創(chuàng)新理論為基礎(chǔ)， 以資源型企業(yè)為研究對象， 通過雙重差分傾向得分匹配法實證檢驗得出以下結(jié)論： ①自然資源資產(chǎn)離任審計促進了資源型企業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈延伸; ②自然資源資產(chǎn)離任審計促進了資源型企業(yè)加大研發(fā)投入; ③相較于非國有企業(yè)， 自然資源資產(chǎn)離任審計對于國有資源型企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸和研發(fā)投入的促進效果更加顯著， 這表明現(xiàn)階段的自然資源資產(chǎn)離任審計對于國有企業(yè)的影響更大。 這說明資源型企業(yè)這一微觀社會主體， 確實在地區(qū)生態(tài)環(huán)境治理和自然資源管理中有著至關(guān)重要的作用， 資源型企業(yè)發(fā)展方式會對所在地的環(huán)境資源現(xiàn)狀產(chǎn)生一定的影響。

（二）對策建議

根據(jù)本文結(jié)論， 提出相關(guān)政策建議， 以不斷完善自然資源資產(chǎn)離任審計體系， 同時基于自然資源資產(chǎn)離任審計促進資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型的作用機制， 提出對資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型的建議。

1. 建立健全自然資源資產(chǎn)離任審計評價和責任界定標準。 從研究結(jié)論可以看出， 自然資源資產(chǎn)離任審計對于不同性質(zhì)的企業(yè)轉(zhuǎn)型影響不同， 因此， 本文建議在進行自然資源資產(chǎn)離任審計實踐和責任界定的時候， 因地制宜地全面分析被審計對象所在城市、部門、行業(yè)的特殊情況、實際環(huán)境等， 根據(jù)不一樣的審計內(nèi)容制定差異化的政策， 以達到不斷完善和修正自然資源資產(chǎn)離任審計準則的目的。

2. 重視自然資源資產(chǎn)離任審計結(jié)果的運用。 審計作為一種監(jiān)督機制， 如果只是查出問題， 而并不對審計中發(fā)現(xiàn)的問題加以整改的話， 則審計的意義就會降低。 因此， 對于在審計中發(fā)現(xiàn)的問題和存在的不足要及時修正， 對于應(yīng)該追究相關(guān)負責人責任的， 審計部門和相關(guān)機構(gòu)應(yīng)該及時依法依紀追究其責任。 此外， 通過自然資源資產(chǎn)離任審計獲取的被審計對象承擔環(huán)境資源相關(guān)責任的情況， 也應(yīng)該及時反饋給上級機關(guān)， 作為地方官員晉升、處罰、獎勵等的重要參考。

3. 不斷創(chuàng)新自然資源資產(chǎn)離任審計方法。 在自然資源資產(chǎn)離任審計中應(yīng)當適當?shù)貞?yīng)用地理信息系統(tǒng)技術(shù)和全球?qū)Ш叫l(wèi)星系統(tǒng)技術(shù)， 這樣可以更快地直接獲取資源環(huán)境相關(guān)信息， 不但可以提高數(shù)據(jù)獲取的效率， 而且保證了所獲數(shù)據(jù)的真實性， 提高了數(shù)據(jù)的質(zhì)量。 此外， 各級審計機關(guān)在審計過程中應(yīng)該加強對區(qū)塊鏈技術(shù)和大數(shù)據(jù)技術(shù)的重視， 建立數(shù)據(jù)共享平臺， 在保證數(shù)據(jù)安全完整的前提下， 實現(xiàn)各個職能部門之間數(shù)據(jù)資源的共享。

4. 資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型過程中應(yīng)加強技術(shù)創(chuàng)新。 由自然資源資產(chǎn)離任審計能夠促進資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型的研究結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)， 傳統(tǒng)的資源型企業(yè)要想實現(xiàn)持續(xù)穩(wěn)定的經(jīng)營與發(fā)展， 對自身的發(fā)展戰(zhàn)略和生產(chǎn)過程進行轉(zhuǎn)型升級不可或缺， 而在轉(zhuǎn)型升級的過程中必不可少的一個因素就是技術(shù)創(chuàng)新， 通過技術(shù)創(chuàng)新實現(xiàn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級， 以更好地適應(yīng)市場經(jīng)濟增長模式。

【 主 要 參 考 文 獻 】

[1] 安徽省審計廳課題組，戴克柱.對自然資源資產(chǎn)離任審計的幾點認識[ J].審計研究，2014（6）：3 ～ 9.

[2] 陳獻東.開展領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計的若干思考[ J].審計研究，2014（5）：15 ～ 19.

[3] 蔡春，畢銘悅.關(guān)于自然資源資產(chǎn)離任審計的理論思考[ J].審計研究，2014（5）：3 ～ 9.

[4] 錢水祥.領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計研究[ J].浙江社會科學，2016（3）：151 ～ 155.

[5] 房巧玲，李登輝.基于PSR模型的領(lǐng)導干部資源環(huán)境離任審計評價研究——以中國31個省區(qū)市的經(jīng)驗數(shù)據(jù)為例[ J].南京審計大學學報，2018（2）：87 ～ 99.

[6] 黃溶冰.基于PSR模型的自然資源資產(chǎn)離任審計研究[ J].會計研究，2016（7）：89 ～ 95+97.

[7] 劉明輝、孫冀萍.領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計要素研究[ J].審計與經(jīng)濟研究，2016（4）：12 ～ 20.

[8] 蔣秋菊，孫芳城.領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計是否影響企業(yè)稅收規(guī)避——基于政府官員晉升機制轉(zhuǎn)變視角的準自然實驗研究[ J].審計研究，2019（3）：35 ～ 43.

[9] 黃溶冰，趙謙，王麗艷.自然資源資產(chǎn)離任審計與空氣污染防治：“和諧錦標賽”還是“環(huán)保資格賽”[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2019（10）：23 ～ 41.

[10] 李秀珠，劉文軍.領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計與企業(yè)債務(wù)融資[ J].中央財經(jīng)大學學報，2020（6）：52 ～ 67.

[11] 劉文軍，謝幫生.領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計影響公司盈余管理嗎？[ J].中南財經(jīng)政法大學學報，2018（1）：13 ～ 23+158.

[12] 邵利敏，高雅琪，王森.環(huán)境規(guī)制與資源型企業(yè)綠色行為選擇：“倒逼轉(zhuǎn)型”還是“規(guī)制俘獲”[ J].河海大學學報（哲學社會科學版），2018（6）：62 ～ 68+92 ～ 93.

[13] Spigarelli F.，Alon I.，Mucelli A.. Chinese overseas? M&A：Overcoming cultural and organizational divides[ J].International Journal of Technological Learning， Innovation and Development，2013（1-2）：190 ～ 208.

[14] Schumpeter J. A.. The theory of economic development：An inquiry into profits， capital， credit， interest， and the business cycle（Second edition）[M].Cambridge： Harvard University Press， 1934.

[15] Gray W.， Shadbegian R.. Pollution abatement expenditure and plant-level productivity production function approach[ J].Ecological Economies，2005（54）：196 ～ 208.

[16] 陳詩一.中國各地區(qū)低碳經(jīng)濟轉(zhuǎn)型進程評估[ J].經(jīng)濟研究，2012（8）：32 ～ 44.

[17] 李軍，甘勁燕，楊學儒.“一帶一路”倡議如何影響中國企業(yè)轉(zhuǎn)型升級[ J].南方經(jīng)濟，2019（4）：1 ～ 22.

[18] 赫連志巍，藏佳杰，要路娜.企業(yè)轉(zhuǎn)型導向的政策資源評價研究——基于中小企業(yè)板塊的實證分析[ J].數(shù)學的實踐與認識，2019（6）：52 ～ 63.

[19] 王鋒正，劉宇嘉，孫玥.制度環(huán)境、開放式創(chuàng)新與資源型企業(yè)轉(zhuǎn)型[ J].科技進步與對策，2020（5）：114 ～ 123.

[20] 馮梅，相晨曦，楊佳琳.鋼鐵產(chǎn)業(yè)去產(chǎn)能、縱向一體化與競爭力[ J].經(jīng)濟問題，2016（8）：68 ～ 73.

（責任編輯·校對： 黃艷晶? 許春玲）